Các nhân tố ảnh hưởng đến việc nắm giữ tiền của các công ty ngành công nghiệp niêm yết trên HOSE

0 (0,773) KNSL -0,2665 (0,016) -0,0799 (0,436) -0,1431 (0,154) -0,0799 (0,500) Hằng số 0,9921 (0,000) 2,3689 (0,000) 1,1416 (0,000) 2,3689 (0,005) R2 (Adj/overall) 0,3959 0,2586 0,3783 0,2586 F-statistic/WaldChi2 47,46 30,33 307,17 8,99 Prob > F/Chi2 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 F test (chọn FEM) F test that all u_i=0: F(70,559)=6,09 Prob>F=0,0000 Hausman test (chọn FEM) chi2(8) = 52,04 Prob > chi2 = 0,0000 B-P test (chọn REM) chibar2 (01) = 252,40 Prob > chibar2 = 0,0000 Nguồn: kết quả phân tích từ Stata 4.3. Kiểm định các khuyết tật của mô hình Kiểm định sự đa cộng tuyến bằng hệ số phóng đại phương sai VIF: với kết quả từ bảng 4, các giá trị đều nhỏ hơn 10 nên mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến. Bảng 4: Hệ số phóng đại phương sai VIF Biến QMDN VLDR DBTC CHTT CSCT TSCD LAIV TGHD KNSL VIF 1,12 1,80 2,62 1,51 1,30 1,66 1,61 1,18 1,46 Nguồn: kết quả phân tích từ Stata Kiểm định phương sai sai số không đổi: với kết quả từ bảng 5, giá trị Pro > chi2 = 0,0000 < 0,05 nên mô hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Chuyên mục: Tài chính – Ngân hàng - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 18 (2021) 98 Bảng 5: Kết quả kiểm định Modified Wald cho mô hình FEM chi2 (71) Prob > chi2 51.691,19 0,0000 Nguồn: kết quả phân tích từ Stata Kiểm định tính tự tương quan: với kết quả từ bảng 6, giá trị Prob > F = 0,1767 > 0,05 nên kết luận không có hiện tượng tự tương quan trong mô hình. Bảng 6: Kết quả kiểm định Wooldridge F(1, 70) Prob > F 1,862 0,1767 Nguồn: kết quả phân tích từ Stata Với các kiểm định trên để khắc phục hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong mô hình FEM được lựa chọn, bài viết tiếp tục sử dụng mô hình FEM với sai số chuẩn mạnh (robust) và thông tin được thể hiện chi tiết ghép trên bảng 6 cùng với các mô hình Pooled OLS, FEM va REM để dễ dàng cho việc so sánh. Kết quả chỉ ra rằng việc nắm giữ tiền của các DN ngành công nghiệp phụ thuộc vào quy mô DN, chi phí lãi vay một cách tiêu cực và phụ thuộc tích cực vào cơ hội tăng trưởng, chính sách cổ tức của DN. Còn về các nhân tố vốn lưu động ròng, đòn bẩy tài chính, chi tiêu vốn, thời gian hoạt động và khả nănh sinh lời lại không có ý nghĩa thống kê khi các giá trị p tương ứng đều lớn hơn giá trị 0,05. 4.4. Bàn luận Theo kết quả phân tích từ mô hình FEM với sai số chuẩn mạnh, quy mô DN có tác động ngược chiều đến việc nắm giữ tiền của DN, nghĩa là doanh nghiệp càng lớn thì việc tích trữ tiền càng ít. Điều này phù hợp với lý thuyết đánh đổi, doanh nghiệp càng lớn thì có xu hướng đầu tư vào các dự án sinh lợi hơn là giữ tiền không có lợi và nếu gặp vấn đề về tiền thì DN lớn cũng dễ dàng hơn trong việc tiếp cận nguồn vốn trên thị trường. Ngoài ra, yếu tố chi phí lãi vay cũng tác động ngược chiều đến việc nắm giữ tiền. Điều này cũng hoàn toàn đúng với thực tế khi việc trả chi phí lãi vay là một phần nghĩa vụ của DN khi vay nợ và việc chi trả này sẽ giảm dòng tiền của DN, do đó số lượng tiền sẽ giảm. Trong khi đó, nhân tố cơ hội tăng trưởng và chính sách cổ tức lại có tác động cùng chiều với việc nắm giữ tiền. DN ngành công nghiệp khi có cơ hội đầu tư mới là cần rất nhiều vốn so với các ngành khác, do đó việc tích trữ tiền để tiến hành các dự án phát triển là tất yếu. Điều này giúp DN tránh được rủi ro khi thiếu nguồn tài chính trong giai đoạn hoạt động đầu tư tăng trưởng cùng với chi phí thị trường vốn bên ngoài biến động khó lường trước. 5. Kết luận và hàm ý quản trị Nghiên cứu này lần lượt sử dụng các mô hình phân tích hồi quy Pooled OLS, FEM, REM và lựa chọn mô hình FEM với sai số chuẩn mạnh để đánh giá các nhân tố trong DN tác động đến việc nắm giữ tiền. Với dữ liệu 71 công ty ngành công nghiệp trong giai đoạn từ năm 2012 đến năm 2020, kết quả nghiên cứu cho thấy chỉ có yếu tố quy mô DN, cơ hội tăng trưởng, chính sách cổ tức và chi phí lãi vay là có ảnh hưởng đến tỷ lệ nắm giữ tiền của DN ngành công nghiệp niêm yết trên HOSE. Điều này thực sự khuyến khích các DN ngành công nghiệp nên tập trung tiền khi có các cơ hội đầu tư mới rõ ràng và hiệu quả, song song đó là chính sách chi trả cổ tức bằng tiền phù hợp để DN có “tín hiệu tốt” trên thị trường, điều này giúp DN có tín nhiệm cao hơn và dễ dàng huy động vốn từ bên ngoài với chi phí phù hợp trong một môi trường nhiều biến động. Ngoài ra, các DN lớn nên tìm kiếm các cơ hội để đầu tư tránh việc tích trữ tiền quá nhiều dẫn đến không hiệu quả trong việc sử dụng vốn. Ngoài ra, chính sách cổ tức của DN là một trong những điểm đánh giá quan trọng của nhà đầu tư trên thị trường chứng khoán. Do vậy với việc chi trả cổ tức cho cổ đông DN cần tích luỹ nhiều tiền để một mặt thực hiện việc chi trả một mặt đảm bảo số tiền cần thiết trong các hoạt động sản xuất, đầu tư, tài trợ của DN. Vì vậy việc đảm bảo được lượng tiền sẽ là một tín hiệu tốt của DN đối với các nhà đầu tư. Chuyên mục: Tài chính – Ngân hàng - TẠP CHÍ KINH TẾ & QUẢN TRỊ KINH DOANH SỐ 18 (2021) 99 TÀI LIỆU THAM KHẢO [1]. Arfan, M., Hassan, B., & et al (2017). Determinants Of Cash Holding Of Listed Manufacturing Companies In The Indonesian Stock Exchange. DLSU Business & Economics Review, 26(2), 1 – 12. [2]. Flourien, N.C., Lies, Z. (2019). Analysis Of Cash Holding Factors At Plantation Companies Listed on BEI. Advances In Economics, Busisness And Management Research, 127, 36 – 40. [3]. Hair, J.F., Black, W.C., Babin, B.J. et al (2006). Multivariate Data Analysis, Prentice – Hall, NJ. Herlambang, A., Murhardi, W.R., & Cendrati, D. (2019). Factors Affecting Company’s Cash Holding. Advances In Social Science And Humanities Research, 308, 24 – 27. [4]. Jensen, M.C. (1986). Agency Costs Of Free Cash Flow, Corporate Finance, And Takeovers. The American Economic Review, 76(2), 323 – 329. [5]. Keynes, J.M. (1936). The General Theory Of Employment, Interest, And Money. International Relations and Security Network. [6]. Le, D.H., Tran, P.L., Ta, T.P., & Vu, D.M. (2018). Determinants Of Corporate Cash Holding: Evidence From UK Listed Firms. Business And Economic Horizons, 14(3), 561 – 569. [7]. Mai Thanh Giang (2017). Các Yếu Tố Tài Chính Ảnh Hưởng Đến Việc Nắm Giữ Tiền Mặt Của Các Doanh Nghiệp Ngành Vật Liệu Xây Dựng Niêm Yết Tại Việt Nam. Tạp Chí Kinh Tế & Quản Trị Kinh Doanh, 01(03), 33 – 38. [8]. Musa, A., Arfan, M, & A, N. (2020). Cash Holding In Manufacturing Companies: A Study Of Indonesia. Journal Of Accounting Research, Organization And Economics, 3(3), 292 – 301. [9]. Nafees, B., Ahmad, N., & Rasheed, A. (2017). The Determinants Of Cash Holdings: Evidence From SMEs In Pakistan. A Research Journal Of Commerce, Economics, And Social Sciences, 11(1), 111 – 116. [10]. Nnubia, I.C., Ofoegbu, G.N. (2019). Effect Of Profitability On Cash Holdings Of Quoted Consumer Goods Companies In Nigeria. International Journal Of Research And Innovation In Applied Science, IV(IX), 78 – 85. [11]. Noman, M., Din, B.H., & Mustafa, F. (2019). The Influence Of Corporate Governance On Cash Holdings: Empirical Evidence From Jordan. Asian Journal Of Multidisciplinary Studies, 7(3), 1 – 5. [12]. Racic, Z., Stanisic, N. (2017). Analysis Of The Determinants Of Corporate Cash Holdings: Examples From Companies In Serbia. The European Journal Of Applied Economics, 14(1), 13 – 23. [13]. Sethi, M., Swain, R.K. (2019). Determinants Of Cash Holdings: A Study Of Manufacturing Firms In India. International Journal Of Management Studies, 2(2), 11 – 26. [14]. Shabbir, M., Hashmi, S.H., & Chaudhary, G.M. (2016). Determinants Of Corporate Cash Holdings In Pakistan. International Journal Of Organizational Leadership, 5, 50 – 62. Thông tin tác giả: 1. Nguyễn Anh Hiền - Đơn vị công tác: Đại học Sài Gòn - Địa chỉ email: nguyenanhhien2004@yahoo.com 2. Nguyễn Roãn Dũng - Đơn vị công tác: VNPT Media Ngày nhận bài: 18/10/2021 Ngày nhận bản sửa: 11/11/2021 Ngày duyệt đăng: 30/12/2021